獨(dú)立董事本地化能提高公司盈余質(zhì)量嗎？

黃芳++李高奎++郭耕愚

摘 要：上市公司獨(dú)立董事日常工作所在地與上市公司所在地相同與否對(duì)公司盈余質(zhì)量是否存在影響，既關(guān)系到監(jiān)管部門(mén)對(duì)獨(dú)立董事異地化公司的監(jiān)督，也關(guān)系到對(duì)獨(dú)立董事的任用和甄選。采用修正Jones模型和修正DD 模型來(lái)衡量盈余質(zhì)量，通過(guò)研究2010—2013年A股上市公司相關(guān)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事本地化可以提高上市公司的盈余質(zhì)量。

關(guān)鍵詞：獨(dú)立董事；本地化盈余質(zhì)量；Jones模型； DD模型

中圖分類(lèi)號(hào)：F234.4 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1003-3890（2016）05-0085-07

一、引言

作為現(xiàn)代公司治理機(jī)制中一個(gè)重要組成部分，獨(dú)立董事的設(shè)置初衷是通過(guò)在董事會(huì)中引入獨(dú)立的第三方，從而監(jiān)督經(jīng)理層，維護(hù)中小股東權(quán)益，防止內(nèi)部人控制。根據(jù)《中國(guó)注冊(cè)會(huì)計(jì)師審計(jì)準(zhǔn)則第1151號(hào)——與治理層的溝通》，治理層應(yīng)對(duì)管理層編制財(cái)務(wù)報(bào)表的過(guò)程實(shí)施有效的監(jiān)督，抑制管理層和大股東的盈余操縱行為。健全的公司治理機(jī)制能夠減少管理層盈余管理[1]，反之，不健全的公司治理機(jī)制導(dǎo)致更多的質(zhì)量低劣的財(cái)務(wù)報(bào)告、盈余操縱甚至公然的財(cái)務(wù)欺詐[2]?？梢哉f(shuō)，盈余信息質(zhì)量的好壞是公司治理健全與否的重要標(biāo)志。獨(dú)立董事作為公司治理機(jī)制的一個(gè)重要組成部分，其狀況是否影響到公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，國(guó)內(nèi)外有不少這方面的研究，但主要集中于獨(dú)立董事的引入、比例及薪酬方面，而鮮見(jiàn)考察獨(dú)立董事日常工作所在地和上市公司所在地是否一致（以下簡(jiǎn)稱(chēng)本地化）對(duì)公司盈余質(zhì)量的影響的研究文獻(xiàn)。

Fama et al（1983）認(rèn)為，與內(nèi)部董事相比，獨(dú)立董事的主要優(yōu)勢(shì)在于其利益相對(duì)獨(dú)立，從而能更有效地監(jiān)督管理層，保護(hù)股東利益免受管理者機(jī)會(huì)主義行為的損害。但其局限也同樣在于其獨(dú)立于管理層，不在公司內(nèi)部任職，導(dǎo)致了一定程度乃至較為嚴(yán)重的信息不對(duì)稱(chēng)[3]。獨(dú)立董事日常工作所在地距離上市公司所在地越遠(yuǎn)，信息不對(duì)稱(chēng)越嚴(yán)重，越難及時(shí)、準(zhǔn)確地獲取關(guān)于公司運(yùn)營(yíng)和管理方面的具體信息，越不利于其有效發(fā)揮監(jiān)督作用；但距離越遠(yuǎn)，雖然難于獲取信息和進(jìn)行溝通，同時(shí)也難于被公司管理層所捕獲，利于維護(hù)其獨(dú)立性。所以，獨(dú)立董事本地化是否影響公司治理的效率和效果，進(jìn)而影響公司的盈余質(zhì)量？

本文的主要貢獻(xiàn)在于：（1）進(jìn)一步拓展了獨(dú)立董事對(duì)盈余質(zhì)量影響的研究領(lǐng)域，為其增加了新的論題和經(jīng)驗(yàn)證據(jù)；（2）豐富了近年來(lái)從地域視角研究會(huì)計(jì)和財(cái)務(wù)問(wèn)題的文獻(xiàn)；（3）為監(jiān)管部門(mén)加強(qiáng)對(duì)獨(dú)立董事異地化公司的監(jiān)督提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，也對(duì)獨(dú)立董事的任職和甄選有一定的參考價(jià)值。

二、文獻(xiàn)綜述和研究假設(shè)

從財(cái)務(wù)報(bào)告的生成來(lái)看，董事會(huì)是財(cái)務(wù)報(bào)告的監(jiān)督主體，董事會(huì)負(fù)責(zé)監(jiān)督財(cái)務(wù)報(bào)表中會(huì)計(jì)信息的質(zhì)量[4]；而獨(dú)立董事作為董事會(huì)中的重要成員，在履行監(jiān)督職能中發(fā)揮了積極作用。關(guān)于獨(dú)立董事是否提高了董事會(huì)治理職能，提升了盈余質(zhì)量這一問(wèn)題，國(guó)內(nèi)外均有一些研究。國(guó)外文獻(xiàn)方面，Dechow et al（1995）發(fā)現(xiàn)，董事會(huì)中獨(dú)立董事的比例越高，董事會(huì)對(duì)管理層的盈余管理行為約束越強(qiáng)[5]。Dechow et al（1996）的研究發(fā)現(xiàn)，公司董事會(huì)中內(nèi)部董事的比例越高，或董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職合一，或未設(shè)立審計(jì)委員會(huì)的，就越有可能因違反GAAP而受到SEC的處罰[6]。Klein（2002）研究發(fā)現(xiàn)，董事會(huì)的獨(dú)立性與可操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)負(fù)相關(guān)[7]。Peasnell et al（2005）發(fā)現(xiàn)董事會(huì)中外部董事的比例越高，就越有可能通過(guò)提高異常應(yīng)計(jì)來(lái)提高報(bào)告期盈利[8]。而Park et al（2004）卻發(fā)現(xiàn)，在加拿大，增加外部董事并不能降低可操縱應(yīng)計(jì)額[9]。國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)方面，劉立國(guó) 等（2003）以14家年報(bào)舞弊上市公司為研究樣本發(fā)現(xiàn)，公司發(fā)生財(cái)務(wù)舞弊的可能性與內(nèi)部董事在董事會(huì)中的比例顯著正相關(guān)[10]。葉康濤 等（2007）考察了獨(dú)立董事能否有效抑制大股東掏空行為，發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事的引入與大股東資金占用顯著負(fù)相關(guān)[11]。胡奕明 等（2008）發(fā)現(xiàn)，當(dāng)獨(dú)立董事占比較高、有財(cái)務(wù)、會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)背景時(shí)，上市公司盈余信息質(zhì)量較好，但沒(méi)有發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事報(bào)酬與公司盈余信息質(zhì)量之間有顯著關(guān)系[12]。而王兵（2007）采用2002—2004年上市公司樣本研究卻發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事并不能提高公司盈余質(zhì)量，獨(dú)立董事報(bào)酬越高、兼職家數(shù)越多，公司盈余質(zhì)量越差[4]。蔡吉莆（2007）利用2004年數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事、管理層持股和大股東治理與公司盈余管理相關(guān)性不大[1]。總體來(lái)看，現(xiàn)有這方面的研究主要著眼于獨(dú)立董事的引入、在董事會(huì)占比和報(bào)酬等方面，結(jié)論并不一致，研究樣本多為2008年以前，幾無(wú)文獻(xiàn)專(zhuān)門(mén)研究獨(dú)立董事本地化與公司盈余質(zhì)量之間的關(guān)系。

中國(guó)證監(jiān)會(huì)在《關(guān)于在上市公司建立獨(dú)立董事制度的指導(dǎo)意見(jiàn)》（以下簡(jiǎn)稱(chēng)指導(dǎo)意見(jiàn)）中指出：“上市公司獨(dú)立董事是指不在上市公司擔(dān)任除董事外的其他職務(wù)，并與其所受聘的上市公司及其主要股東不存在可能妨礙其進(jìn)行獨(dú)立客觀判斷關(guān)系的董事?！豹?dú)立董事最重要的特征就是獨(dú)立。獨(dú)立性無(wú)疑構(gòu)成了獨(dú)立董事治理的最大優(yōu)勢(shì)，但同時(shí)也引致了獨(dú)立董事治理的最大困難——與管理層之間的信息不對(duì)稱(chēng)。而其日常工作所在地和上市公司所在地是否相同影響著其和管理層之間的信息不對(duì)稱(chēng)。當(dāng)獨(dú)立董事的日常工作所在地和上市公司注冊(cè)地相同時(shí)，我們稱(chēng)之謂本地化的獨(dú)立董事。本地化的獨(dú)立董事與公司高管之間的信息不對(duì)稱(chēng)程度較異地獨(dú)立董事要低些，因?yàn)榫嚯x遠(yuǎn)近將影響?yīng)毩⒍聦?duì)信息的獲取成本和獲取效率。首先，本地化的獨(dú)立董事在當(dāng)?shù)責(zé)o疑擁有很多很緊密的人際關(guān)系，從而擁有更多更便捷的渠道來(lái)間接獲取有關(guān)所任職公司的信息，甚至包括一些非公開(kāi)的信息。其次，本地化的獨(dú)立董事在直接獲取任職公司信息方面也具有天然優(yōu)勢(shì)。例如，本地化的獨(dú)立董事在需要的時(shí)候可以很方便地到訪公司，通過(guò)實(shí)地觀察和詢(xún)問(wèn)等方式及時(shí)了解公司實(shí)際運(yùn)營(yíng)情況；再如，與外地的獨(dú)立董事可能因交通等問(wèn)題選擇通訊或委托方式參與董事會(huì)決策不同，本地化的獨(dú)立董事往往會(huì)現(xiàn)場(chǎng)出席董事會(huì)，通過(guò)與公司高管和其他董事們面對(duì)面的交流獲得更全面、更及時(shí)、更準(zhǔn)確的高質(zhì)量信息，而這些高質(zhì)量信息反過(guò)來(lái)又有助于本地化的獨(dú)立董事參與相關(guān)討論并提高決策的質(zhì)量和及時(shí)性。但也有觀點(diǎn)認(rèn)為獨(dú)立董事是否“本地”是影響其獨(dú)立性的重要因素，理由是獨(dú)立董事辦公地與上市公司所在地相同時(shí)會(huì)加大與管理層合謀的可能性，不利于公司治理。我們認(rèn)為，“本地”與否并不構(gòu)成獨(dú)立董事“獨(dú)立”與否的標(biāo)志，因?yàn)槲恢媒c遠(yuǎn)并不能促成或妨礙公司管理層與獨(dú)立董事合謀，但位置遠(yuǎn)近卻能帶來(lái)所獲取信息在數(shù)量和質(zhì)量上的不同從而影響信息不對(duì)稱(chēng)程度。事實(shí)上，在財(cái)務(wù)金融和審計(jì)會(huì)計(jì)領(lǐng)域，已有不少研究發(fā)現(xiàn)，投資者與監(jiān)管者距離上市公司的位置遠(yuǎn)近影響著與公司之間的信息不對(duì)稱(chēng)并進(jìn)而影響他們的行為決策，如Malloy（2005）發(fā)現(xiàn)臨近公司的分析師預(yù)測(cè)精度更高[13]，Chhaochhariaet al（2012）認(rèn)為當(dāng)?shù)貦C(jī)構(gòu)投資者由于信息收集成本較低，從而監(jiān)督更加有效[14]。Baik et al（2009）、Coval et al（2001）認(rèn)為，當(dāng)?shù)貦C(jī)構(gòu)投資者因地理位置臨近而具有信息優(yōu)勢(shì)，從而能獲得更高的回報(bào)[15-16]。Kedia et al（2011）發(fā)現(xiàn)SEC因資源限制而偏好調(diào)查臨近公司，公司預(yù)期到SEC這種偏好，因此臨近公司更少發(fā)生財(cái)務(wù)重述[17]。

基于上述分析，我們相信，本地化的獨(dú)立董事有助于減輕信息不對(duì)稱(chēng)、提高董事會(huì)的治理職能，從而提升了公司的盈余質(zhì)量，為此，提出以下研究假說(shuō)：

假說(shuō)：與獨(dú)立董事非本地化的公司相比較，獨(dú)立董事本地化公司的盈余質(zhì)量更高。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源及樣本選擇

本文以2010—2013年四年的A股上市公司數(shù)據(jù)作為研究樣本，同時(shí)對(duì)樣本做了如下調(diào)整：（1）剔除金融保險(xiǎn)業(yè)公司；（2）剔除ST和PT的公司；（3）剔除數(shù)據(jù)缺失的公司。這樣，一共得到8 188個(gè)年度樣本，2010—2013年各年樣本量分別為1 589、1 994、2 238和2 367個(gè)，占比分別為19.41%、24.35%、27.33%和28.91%。

本文按2012年版中國(guó)證監(jiān)會(huì)上市公司行業(yè)分類(lèi)依次取值，其中制造業(yè)取二級(jí)代碼，觀測(cè)樣本一共涉及15個(gè)行業(yè)，其中，C3制造業(yè)的樣本量最多（占35.92%），C2制造業(yè)樣本量位于其次（占19.09%），S綜合類(lèi)樣本量最少（占比不足1%）。

除了計(jì)算市賬率所需要的年末市值數(shù)據(jù)來(lái)自于RESSET數(shù)據(jù)庫(kù)外，其他數(shù)據(jù)一律來(lái)源于國(guó)泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，包括獨(dú)立董事與上市公司工作地點(diǎn)一致性統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。國(guó)泰安CSMAR判斷獨(dú)立董事是否本地的規(guī)則是：當(dāng)上市公司聘請(qǐng)了不止一個(gè)獨(dú)立董事時(shí)，視財(cái)會(huì)專(zhuān)業(yè)獨(dú)立董事日常辦公地來(lái)判斷本地抑或異地；而當(dāng)上市公司聘請(qǐng)了不止一個(gè)財(cái)會(huì)專(zhuān)業(yè)獨(dú)立董事時(shí)，只有當(dāng)他們均在上市公司所在地辦公時(shí)才判為本地，否則為異地。對(duì)國(guó)泰安CSMAR無(wú)法判斷獨(dú)立董事是本地還是異地的樣本，本文進(jìn)行了剔除。

（二）回歸模型及變量定義

EMi，t=β0+β1LOCALi，t+β2LEVi，t+β3BMi，t+β4GROWTHi，t+β5SIZEi，t+β6ROAi，t+β7LOSSi，t+β8BIGAUDITi，t+β9MAOi，t+β10STATEi，t+β11DUALi，t+β12INDRATEi，t+β13MAGPAYi，t+β14OWNRATEi，t+εi，t（1）

1. 因變量——盈余質(zhì)量及其度量。盈余質(zhì)量的度量視角有多種，盈余穩(wěn)健性、盈余反應(yīng)系數(shù)、盈余管理程度等。一般地，采用修正的Jones 模型和修正的DD 模型等來(lái)度量盈余質(zhì)量。本文也不例外，分別采用這兩個(gè)模型進(jìn)行分行業(yè)分年度回歸估計(jì)的可操縱應(yīng)計(jì)額（Discretionary Accruals，ACC）的絕對(duì)值A(chǔ)BSACC作為度量盈余質(zhì)量的指標(biāo)。各變量定義詳見(jiàn)表1。

（1）修正的Jones模型。遵循Dechow et al（1995）[5]的研究，修正Jones 模型為：

■=α0，i+α1，i（■）+■+β2，i（■）+εi，t（2）

式（2）中，TAi，t表示i公司t期總應(yīng)計(jì)項(xiàng)目，為營(yíng)業(yè)利潤(rùn)減去經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流量；ΔRECi，t為i公司t期期末應(yīng)收賬款與t-1期期末應(yīng)收賬款之差；ΔSi，t為i公司t期主營(yíng)業(yè)務(wù)收入減去t-1期主營(yíng)業(yè)務(wù)收入；PPEi，t是i公司t期期末固定資產(chǎn)凈值；Ai，t-1是i公司t-1期期末總資產(chǎn)；εi，t是殘差。對(duì)模型（2），進(jìn)行分行業(yè)分年度的最小二乘法（OLS）回歸所得的殘差，即為修正Jones模型下的操控性應(yīng)計(jì)ACC，再取絕對(duì)值即得本文盈余質(zhì)量的第一個(gè)度量指標(biāo)，其值越大表示盈余質(zhì)量越低。

（2）修正的DD模型。采用修正DD模型估計(jì)應(yīng)計(jì)項(xiàng)目：

TAi，t=α0，i+α1，iCFOi，t-1+α2，iCFOi，t+α3，iCFOi，t+1+α4，iDCFOi，t+α5，iDCFOi，t×CFOi，t+εi，t（3）

式（3）中：TAi，t表示i公司t期總應(yīng)計(jì)；CFOi，t-1、CFOi，t、CFOi，t+1分別為i公司t-1期、t期和t+1期的經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流量；DCFOi，t為虛擬變量，當(dāng)CFOt小于CFOt-1時(shí)為1，否則為0；ε是殘差。對(duì)模型（3）進(jìn)行分行業(yè)分年度OLS回歸所得殘差即為修正DD模型下的操控性應(yīng)計(jì)ACC，再取絕對(duì)值即得本文盈余質(zhì)量的第二個(gè)度量指標(biāo)，其值越大表示盈余質(zhì)量越低。

2. 解釋變量。LOCAL為虛擬變量。若獨(dú)立董事與上市公司工作地點(diǎn)一致，賦值為1，否則為0。我們的假設(shè)是本地化的獨(dú)立董事能夠提高公司盈余質(zhì)量，故預(yù)期符號(hào)為負(fù)。

3. 控制變量及其度量。我們控制了獨(dú)立董事占董事會(huì)成員比例INDRATE、董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兼任與否DUAL、前三名高管薪酬MAGPAY、控制人性質(zhì)STATE對(duì)盈余管理的影響。參考其他國(guó)內(nèi)外研究文獻(xiàn)，我們還進(jìn)一步控制了公司規(guī)模SIZE、資產(chǎn)負(fù)債率LEV、市賬率BM、收入增長(zhǎng)率GROWTH、外部審計(jì)意見(jiàn)MAO、公司是否虧損LOSS、資產(chǎn)收益率ROA、是否十大所審計(jì)BIGAUDIT等其他因素可能對(duì)盈余管理行為的影響。

四、實(shí)證結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計(jì)及單變量檢驗(yàn)

表2是年度數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)的結(jié)果，為了控制極端值對(duì)于本文結(jié)果的影響，對(duì)所有的連續(xù)變量均按其兩端1%分位數(shù)進(jìn)行了縮尾（winsorize）處理。從表2可以看出，獨(dú)立董事本地化程度從2010年的32.66%上升到2013年的53.36%，雖然中間有升有降，但整體來(lái)看，獨(dú)立董事本地化程度升高了。此外，無(wú)論是修正Jones模型估計(jì)的可操縱應(yīng)計(jì)盈余還是修正DD模型估計(jì)的可操縱應(yīng)計(jì)盈余均值均不為零，說(shuō)明盈余管理現(xiàn)象普遍存在，但2010—2013年整體呈下降趨勢(shì)，反映盈余質(zhì)量整體得到提高。

表3是按照2010—2013年統(tǒng)計(jì)的綜合結(jié)果。從表3可以看出，無(wú)論是修正Jones模型還是修正DD模型估計(jì)的可操縱應(yīng)計(jì)盈余的均值均明顯大于中位數(shù)，說(shuō)明有些公司的盈余操縱較為嚴(yán)重。獨(dú)立董事占董事會(huì)人數(shù)比例INDRATE從最小18.2%到最大55.6%數(shù)值不等，但從均值和中值來(lái)看，兩者均大于1/3即證監(jiān)會(huì)《指導(dǎo)意見(jiàn)》中對(duì)獨(dú)立董事最低比例要求。LEV即資產(chǎn)負(fù)債率的均值和中位數(shù)均在46%左右。LOCAL、STATE、LOSS和MAO等為啞變量，從相應(yīng)均值可以看出，平均有48.5%的上市公司聘用了本地化的獨(dú)立董事，有22.9%的公司董事長(zhǎng)與總經(jīng)理是兩職合一的，有65.6%的公司聘請(qǐng)了國(guó)際四大或國(guó)內(nèi)八大會(huì)計(jì)師事務(wù)所，有8.7%的公司發(fā)生了年度虧損，有4.1%公司的年度報(bào)告被出具了非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)。

按獨(dú)立董事與上市公司工作地是否一致進(jìn)行了分組比較，在未控制其他因素影響的情況下進(jìn)行了單變量檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表4。從表4的結(jié)果可以看出，無(wú)論用修正的Jones模型還是修正的DD模型計(jì)算的異常應(yīng)計(jì)盈余值A(chǔ)BCC均值，獨(dú)立董事本地化的上市公司組均在1%水平上顯著低于獨(dú)立董事非本地化公司組。這為本文的假說(shuō)獨(dú)立董事本地化與否影響盈余管理提供了初步證據(jù)。

（二）相關(guān)性檢驗(yàn)

本文對(duì)研究模型中的所有變量進(jìn)行了相關(guān)性檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表5。在表5中，左下部分是修正的Jones模型估計(jì)的異常應(yīng)計(jì)ABACC與自變量和控制變量之間的相關(guān)系數(shù)矩陣，右上部分是修正的DD模型估計(jì)的異常應(yīng)計(jì)ABACC與自變量和控制變量之間的相關(guān)系數(shù)矩陣。由表5可見(jiàn)，修正的Jones模型估計(jì)的異常應(yīng)計(jì)和修正的DD模型估計(jì)的異常應(yīng)計(jì)絕對(duì)值相關(guān)系數(shù)為0.39，在1‰的水平上顯著相關(guān)，說(shuō)明兩種不同度量之間存在顯著的相關(guān)關(guān)系，能夠較好地反映盈余質(zhì)量水平；獨(dú)立董事本地化變量分別與兩模型估算的異常應(yīng)計(jì)絕對(duì)值之間在1%水平上存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。審計(jì)意見(jiàn)、高管薪酬、是否虧損、資產(chǎn)負(fù)債率與兩模型估算的異常應(yīng)計(jì)絕對(duì)值之間均存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，而市賬率、是否大所審計(jì)、公司規(guī)模、資產(chǎn)收益率與兩模型估算的異常應(yīng)計(jì)絕對(duì)值存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，這與預(yù)期基本一致，并說(shuō)明將這些控制變量納入回歸模型是有必要的，由于相關(guān)性VIF值均小于5，故不存在嚴(yán)重的多重共線(xiàn)性。

（三）回歸分析

本文對(duì)假說(shuō)的檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表6?；貧w結(jié)果顯示，調(diào)整后的R2值與余峰燕 等（2011）[19]和楊七中 等（2014）[20]接近，回歸的F值均在1‰的水平上顯著，說(shuō)明方程總體線(xiàn)性顯著。當(dāng)衡量盈余質(zhì)量的變量分別是修正的Jones模型和修正的DD模型計(jì)算的異常應(yīng)計(jì)絕對(duì)值A(chǔ)BACC時(shí)，獨(dú)立董事本地化系數(shù)均在5%的水平上顯著為負(fù)（T值分別為-2.26和-2.14），表明獨(dú)立董事本地化公司，應(yīng)計(jì)盈余操縱程度顯著低于獨(dú)立董事非本地化公司；也就是說(shuō)，獨(dú)立董事本地化能顯著提高公司盈余質(zhì)量。因此，本文的研究假說(shuō)通過(guò)了檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果還顯示，控制變量方面，資產(chǎn)負(fù)債率LEV、發(fā)生虧損LOSS和審計(jì)意見(jiàn)MAO與兩個(gè)模型計(jì)算的異常應(yīng)計(jì)盈余絕對(duì)值之間均存在顯著正相關(guān)關(guān)系，而市賬率與兩個(gè)模型計(jì)算的異常應(yīng)計(jì)盈余絕對(duì)值之間則均存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

（四）研究結(jié)論的可靠性分析

為了進(jìn)一步提高結(jié)論的可靠性，我們從以下兩個(gè)角度對(duì)上述結(jié)論做了穩(wěn)健性檢驗(yàn)：

1.改變模型設(shè)置?？紤]到應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理有多種度量方法，且一直以來(lái)成為很多文獻(xiàn)關(guān)注的焦點(diǎn)，我們借鑒Kothari et al（2005）[21]的做法，進(jìn)一步在修正Jones模型中加入凈資產(chǎn)收益率ROA計(jì)算業(yè)績(jī)調(diào)整的可操控應(yīng)計(jì)項(xiàng)，然后取絕對(duì)值度量應(yīng)計(jì)項(xiàng)盈余管理，主要回歸結(jié)果保持一致，見(jiàn)表7第2、3列。

2.改變主要變量定義。前文衡量應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理和真實(shí)活動(dòng)盈余管理的五個(gè)變量均是分行業(yè)運(yùn)用OLS回歸估計(jì)系數(shù)平均計(jì)算獲得的結(jié)果；按McNichols（2000）[22]的觀點(diǎn)，分行業(yè)估算可能影響可操縱應(yīng)計(jì)項(xiàng)的大小，故我們又分別按照總體樣本進(jìn)行了計(jì)算，結(jié)果更加顯著，具體見(jiàn)表7第4至7列。

因此，通過(guò)上述檢驗(yàn)表明，本文的結(jié)論較為穩(wěn)健。

五、結(jié)論、局限性以及政策性含義

我國(guó)自2001年在上市公司建立獨(dú)立董事制度以來(lái)已將近十五年了，其運(yùn)行是否提高了董事會(huì)的監(jiān)督職能、提升了盈余質(zhì)量？我國(guó)有關(guān)這方面的研究結(jié)論并不一致，且鮮有文獻(xiàn)專(zhuān)門(mén)探討上市公司獨(dú)立董事本地或異地對(duì)公司盈余質(zhì)量是否存在影響。本文從信息不對(duì)稱(chēng)的視角、利用2010—2014年A股上市公司數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事本地化有助于提高上市公司盈余質(zhì)量。

本文的局限性在于：（1）未收集有關(guān)獨(dú)立董事薪酬、專(zhuān)業(yè)背景等方面的信息，從而分析獨(dú)立董事本地化和盈余質(zhì)量之間的關(guān)系時(shí)，雖然控制了不少公司特征變量、財(cái)務(wù)特征變量、外審特征變量和公司治理特征變量，但對(duì)獨(dú)立董事特征，卻只控制了獨(dú)立董事占董事會(huì)人數(shù)比例，而未控制獨(dú)立董事薪酬及專(zhuān)業(yè)背景方面的特征，而這些特征可能對(duì)實(shí)證結(jié)果構(gòu)成影響；（2）未手工收集每個(gè)獨(dú)立董事工作地詳細(xì)數(shù)據(jù)，而直接采用國(guó)泰安CSMAR現(xiàn)成數(shù)據(jù)，以會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)的獨(dú)立董事工作地作為替代，有一定的局限性；（3）盡管研究表明獨(dú)立董事提高了公司盈余質(zhì)量，但是本文并沒(méi)有深入分析獨(dú)立董事影響盈余質(zhì)量的途徑和方式。

本文的政策性含義在于：我國(guó)的獨(dú)立董事制度建設(shè)需關(guān)注獨(dú)立董事日常工作地等信息獲取能力的個(gè)人特征。

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